民营企业金融化对企业价值影响的门限效应研究——基于资本结构视角

吕芝兰，吴一丁

（江西理工大学经济管理学院，江西 赣州341000）

一、引 言

产业资本与金融资本的良性循环是经济可持续发展的重要支撑。 随着经济的全球化发展，金融优化资源配置、 提高资本利用效率等作用逐渐凸显，不少国家都采取了一系列放松金融干预和管制的措施，经济金融化趋势加剧。适当的经济金融化有利于支撑经济的可持续发展，但一旦过度金融化，将会加大金融市场的风险，2008 年国际金融危机的爆发便是最好的例证。 企业金融化作为经济金融化的重要分支，近年来也受到各界的广泛关注。

作为我国经济发展的重要推动力量，民营企业（剔除房地产上市公司和金融类上市公司，下同）主要向社会提供产品和与金融无关的服务。 然而，随着近年来原材料成本和劳动力成本的上升，产品利润空间被严重压缩，加之市场需求空间日益萎缩，民营企业的主营业务利润率不断下滑，大量的民营企业为了改善盈利状况，将原本用于经营性业务的资源配置于金融资产，其金融化现象日益凸显。 值得注意的是，金融投资虽能短期内缓解主营业务收益下滑所导致的公司绩效的降低，但同时也会挤占企业用于主业经营的资源，诱发企业管理层的短视行为，从而进一步损害企业主营业务的长期竞争优势。现代企业财务管理的目标是实现企业价值的最大化，那么在当前的背景下，民营企业金融化是否有利于提升企业价值？ 同时，资本结构作为企业全部资本的价值构成及其比例关系，企业的管理层在制定金融投资决策时往往会受其约束，那么在不同的资本结构下，民营企业金融化对企业价值的影响是否会发生动态变化？对这些问题的解答不仅有利于进一步拓宽当前企业价值的理论体系、深入认识企业金融化的微观经济效果，而且对我国民营企业制定投融资战略具有较强的参考意义。

为了解答上述问题，以我国2008—2017 年沪深A 股民营上市公司为研究样本，构建面板门限回归模型实证考察不同资本结构下民营企业金融化对企业价值的影响，相较于已有研究，文章贡献主要体现在以下几个方面：（1） 在研究视角上，创新性地将企业金融化、资本结构和企业价值纳入同一分析框架中。 考虑到资本结构会对企业的经营决策、金融投资决策及价值创造等产生影响，从资本结构视角探究民营企业金融化对企业价值的影响，不仅有利于深入认识企业金融化的微观经济效果，而且有利于进一步拓宽当前企业价值理论体系。（2） 在研究样本上，现有关于企业金融化的研究主要集中在主板全部上市公司或制造业上市公司，鲜有专门针对民营上市公司的实证研究。 然而，民营企业作为我国经济发展的重要推动力量，相比于国有企业，其盈利动机更为强烈，较少的政治约束和政治关联也使其更能真实地反映市场“情绪”。 因此，以民营企业为研究样本，考察企业金融化与企业价值之间的关系更具现实意义。（3） 在研究方法上，关于企业金融化的微观经济效果研究，大多数文献采用的是线性模型，忽视了其可能存在非线性影响，从而造成最终的估计结果与理论、实际相偏离。通过借鉴目前非线性影响研究中常用的面板门限回归模型，考察不同资本结构下民营企业金融化对企业价值的影响，有利于更加真实地揭露企业金融化的微观经济效果。

二、文献综述

企业金融化作为经济金融化的一个重要分支，在学术界引起了广泛关注。国内外学者从不同的视角考察了企业金融化的微观经济效果，得到的结论存在明显分歧，总结起来可以分为三种观点。

第一种观点认为，企业金融化具有积极的微观效果。Ang[1]（2010）和Gehringer[2]（2013）从企业融资的角度出发，认为非金融企业金融化有助于加强企业与金融机构的紧密联系，进而为企业拓宽融资渠道，提高融资效率等提高便利。 Corpataux 和Theurillat[3]（2010）则从企业资金管理的角度出发，认为非金融企业把部分剩余资金投资到收益率较高的金融资产，有利于优化企业的资源配置、平滑企业的资金需求，并借助企业金融化的“蓄水池效应” 缓解企业所面临的融资约束对企业未来经营发展的影响。 基于我国非金融企业金融化程度日益高涨的现实背景，胡奕明、 王雪婷和张瑾[4]（2017）以2002—2014 年非金融上市公司为研究样本，实证分析发现我国非金融企业目前主要出于“蓄水池”动机而配置金融资产，并未对实体经营投资产生显著的挤占效应。 此外，Bonfiglioli[5]（2008）等也相继发现适当的金融投资有助于缓解企业的外部融资约束，从而促进企业的实体投资。

第二种观点认为，企业金融化具有消极的微观效果。Tori 和Onaran[6]（2017）以1995—2015 年西欧国家非金融上市公司为样本，实证分析发现非金融企业的金融投资会挤占实业投资，并导致企业的生产率长期停滞不前。谢家智、王文涛和江源[7]（2014）、晋盛武和何珊珊[8]（2017）从创新投资角度出发，分别以2003—2011 年、2010—2015 年非金融上市公司作为研究样本，实证分析发现非金融企业金融化对研发创新投资存在显著的挤出效应。张海亮和骆红[9]（2018）运用我国2008—2015 年非金融企业海外并购数据探讨企业金融化与海外并购财务风险之间的关系时，发现非金融企业金融化会显著加大海外并购财务风险。 杜勇、张欢和陈建英[10]（2017）以2008—2014 年A 股上市公司为研究样本，发现实体企业金融化会损害未来主业业绩。刘丽娜和马亚民[11]（2018）和苏坤[12]（2018）则认为实体企业金融化会加重企业所面临的风险与经营不确定性，进而加剧企业的股价崩盘风险。

第三种观点认为，企业金融化的微观经济效果具有不确定性。实体企业配置金融资产确实会挤占实业投资的资源，但金融资产的高流动性也能在一定程度上补充企业在实业投资中的资金需求 （张昭、朱峻萱和李安渝[13]，2018）。 王红建、曹瑜强和杨庆等[14]（2017）以2009—2014 年A 股上市公司为研究样本，在市场套利分析框架下实证检验了实体企业金融化与创新之间的关系，发现金融化程度与企业创新之间表现为U 型关系。 许志勇和潘攀[15]（2018） 认为非金融企业金融化与经营绩效会因成长机会的差异而呈现出“U 型”非线性区间效应。郭丽婷[16]（2017）也通过实证分析发现：制造业金融化对创新投资的影响会因企业经营业绩、 融资约束的不同而发生动态变化。 戚聿东和张任之[17]（2018）、吴一丁和吕芝兰[18]（2019）先后运用多元线性模型实证检验了非金融企业金融化与企业价值之间的关系，研究结果表明：非金融企业金融资产配置整体上损害了企业价值，但二者之间的关系会受到持有动机、宏观经济周期及行业异质性的影响。

通过对上述文献的梳理可知：（1） 现有关于企业金融化的研究主要集中在主板全部上市公司或制造业上市公司，专门针对民营企业金融化的研究较为少见。 （2）现有文献大多使用传统线性模型来估计企业金融化的微观经济效果，忽视了实体企业配置金融资产可能会产生非线性影响，从而造成最终的估计结果与理论、实际相偏离。此外，即使少数学者考虑到了其可能存在非线性影响，也主要是通过在实证模型中加入企业金融化的平方项或对样本进行分组，简单地加入平方项会产生较为严重的共线性问题，而分组回归的主观性太强。 （3）近年来，已有少数学者意识到企业金融化的微观经济效果可能会受到融资约束程度、成长性等企业异质性的影响，但尚未有学者从资本结构视角考察企业金融化的微观经济效果。

三、理论分析与研究假设

企业作为经济运行的主体，唯有创造出价值并将其实现，才能在激烈的市场竞争中生存。 国内外均有不少学者通过理论分析或实证研究发现非金融企业金融化会对其融资约束、创新投资及经营绩效等产生影响，企业价值作为企业运营效果的综合表现，不可避免地会受到企业金融化的影响。

随着近年原材料成本和劳动力成本的上升，产品利润空间被严重挤压，加之产品市场需求的日益饱和，民营企业（剔除金融和房地产业）的主营业务利润率不断下滑。 在资本的逐利驱使下，大量民营企业将原本用于经营性业务的资源投资到金融和房地产业，金融资产在其资产负债表中所占的比重越来越大。 从短期来看，民营企业将资金由收益率较低的实业投资转向收益较高的金融投资，可以缓解主营业务收益下滑导致的公司绩效的降低，甚至能依靠金融资产的高收益实现公司绩效的提升。此外，与国有企业相比，民营企业往往面临较为严重的外部融资约束，而适当的金融化能帮助企业加强与金融机构的联系，提高企业的融资能力和融资效率，进而为企业进行技术研发、产品创新和规模扩张等提供资金支持，最终促进企业价值的提升。

然而，民营企业金融化在带来积极效应的同时，也会衍生出不少弊端。 由于企业可用资源的有限性，金融投资和实体投资实际上是一种替代关系（Tobin[19]，1965），民营企业的金融投资会挤占其主业投资的资金。 此外，由于主业投资往往具有周期长、资金投入大、不可预测性等特征，在实体经济收益下滑的背景下，金融资产的超额回报往往会诱发企业管理层的短视行为。一旦民营企业出于短期业绩压力进行金融投资，将导致其为腾出金融投资资金而压缩用于产品质量提升、技术研发及市场开发等经营活动资金，从而进一步削弱企业主营业务的长期竞争优势，最终损害企业的价值。

以上分析是在不考虑民营企业资本结构的情况下得出的，但资本结构作为企业中各种资本的价值构成及其比例关系，会对企业的金融投资及企业价值创造产生重要影响。 因此，在研究民营企业金融化对企业价值的影响时，就不能抛开民营企业资本结构异质性的问题。（1）从风险角度来看，债务融资和金融投资都具有较强的风险属性。当民营企业财务杠杆较低时，其所面临的财务风险相对较小，对于金融风险的承受能力相对较强，企业适当地进行金融投资有利于提高资本利用效率；但随着民营企业财务杠杆的提高，其所面临的财务风险剧增，继续进行金融投资必定会加大企业的破产风险。（2）从资本开支角度来看，资本是经营投资和金融投资的基础。 相比于财务杠杆较低的企业，财务杠杆较高的企业需要将更多的资金用于偿付利息和到期债务，利息和到期债务等现金流出会削减企业的可用资金。 在企业可用资金匮乏的情况下，盲目进行金融投资必定会损害企业主营业务的发展，根据效用价值理论，企业产品为消费者带来的效用决定公司价值，主营业务优势的减弱会降低公司产品的效用，进而损害企业价值。

因此提出研究假设：民营企业金融化与企业价值之间存在显著的资本结构门限效应，即在财务杠杆较低时，民营企业金融化对企业价值产生正向影响，在财务杠杆较高时，民营企业金融化对企业价值产生负向影响。

四、研究设计

（一）变量界定

（1）被解释变量（REVA）。 现有研究中对于企业价值的度量主要包括基于历史数据的绩效指标、以市场价值为基础的托宾Q 值和新型指标经济增加值（EVA）。基于历史数据的绩效指标虽能反映企业当前的财务状况和经营成果，但无法体现企业将来的盈利能力与风险； 托宾Q 值虽能反映企业的未来盈利能力，但在我国资本市场尚不完善的情况下，这类以市场价值为基础的指标能否真实地反映企业内在价值还有待进一步检验。 然而，经济增加值作为衡量企业价值的新型指标，不仅着眼于企业的长远发展，还同时考虑了债务资本成本和权益资本成本，更能真实地反映企业的内在价值，因此选用经济增加值对企业价值进行考量，并借鉴张新[20]（2003）的做法，对经济增加值进行标准化处理，用经济增加值回报率（REVA）作为企业价值的度量指标。

（2）解释变量（FIN）。 目前，对于企业金融化的度量主要包括金融资产比率、金融收益比率、金融现金流量比率。 然而，相比于金融收益比率和金融现金流量比率，金融资产比率更能直接地反映企业在经营环节的金融化行为。因此，借鉴谢家智、江源和王文涛[21]（2014）等的做法，以企业持有的非货币金融资产比例表示金融化程度。 其中，非货币金融资产包括： 以公允价值计量且其变动计入当期损益的金融资产、 衍生金融资产、 买入返售金融资产、发放贷款及垫款、长期债权投资净额、可供出售金融资产、持有至到期投资、长期股权投资、投资性房地产。

（3）门限变量（LEV）。 为检验民营企业金融化与企业价值之间的关系是否会因资本结构的不同而发生动态变化，选取财务杠杆代表企业的资本结构，作为实证模型中的门限变量。

（4）控制变量。 现有理论与经验研究表明企业自身的一些特征也会对企业价值产生影响，因此研究中进一步加入经营现金流量、企业成长性、总资产周转率、股权集中度等控制变量。 各变量的定义见表1。

（二）样本选取与数据来源

为了尽可能剔除非市场因素的干扰，真实地揭示我国非金融企业金融化与企业价值之间的关系，以2008—2017 年中国沪深A 股民营上市公司为研究样本。 由于房地产越来越脱离实体经济部门，大量流入房地产的资金用于投机炒作而非生产经营，具有金融化特征（宋军和陆旸[22]，2015），因而从样本中剔除了房地产上市公司、 金融类上市公司，并剔除财务杠杆大于1 的公司、ST 和*ST 类上市公司及数据不全的公司，最终得到3460 个观测值。为控制极端值对实证结果可靠性可能产生的影响，所有连续变量在0～1%和99%～100%之间的数据进行Winsorize 缩尾处理。 上市公司的财务数据来源于国泰安数据库，使用的计量分析软件为STATA11.0。

（三）面板门限模型的设定与检验

（1）面板门限模型的设定。从理论上来看，民营企业金融化与企业价值之间可能因资本结构不同而呈现非线性的区间效应。为避免人为划分资本结构区间带来的偏误，借鉴Hansen[23]（1999）提出的面板门限回归模型，依据数据自身的特点来划分区间，进而研究不同资本结构区间内民营企业金融化与企业价值之间的关系。基准模型中假设存在一个门限值，具体模型设置如下：

其中，REVA 和FIN 分别为被解释变量和核心解释变量，LEV 为门限变量，γ 为待估计的门限值。I（·）为指示性函数，若括号中的表达式成立，其取值为1，否则为0。μi为个体效应，eit为随机扰动项。

（2）面板门限模型的估计与检验。 为了进一步介绍面板门限模型的估计方法，文章以Hansen（1999）的简化单一门限模型为例：

表1 变量定义

为了便于分析，设定：

为去除个体效应的干扰，将每个观测值减去组内平均值，得到变换后的模型：

用（4）式减去（5）式，得到：

进一步将所有个体的观测值进行累叠，分别用Y*、e*和X*（γ）表示，则（6）式等价于：

对于给定的γ 值，用普通最小二乘法（OLS）得到参数β 的一致估计量，即：

相应的残差向量为：

残差平方和为：

根据Hansen（1999）的做法，令（10）式残差平方和最小化，便可得到门限估计值，即：

根据上述的步骤得到门限估计值后，还需进行门限分析的相关检验，主要包括：一是门限效应的显著性检验；二是门限估计值是否等于其真实值。

门限模型的原假设为不存在门限效应，可表示为：H0：β1=β2，相应的备择假设为：H1：β1≠β2，此时的检验统计量为：

其中，S0和分别为原假设H0和备择假设H1下进行参数估计得到的残差平方和，σ^2为在备择假设H1下进行参数估计得到的残差方差。 Hansen建议采用“自体抽样法”（bootstrap）模拟统计量F1的渐进分布，然后构建对应的P 值来判定门限效应是否显著存在。

以上为单一门限模型的估计方法，多重门限模型在此基础上扩展即可，此处不再赘述。

五、实证结果与分析

（一）描述性统计

从表2 可以看出，REVA 的平均值为-0.0311，最大值和最小值分别为0.1950 和-0.3089，说明在2008—2017 年间我国民营上市公司的内在价值整体降低了，且不同公司间的内在价值差异较大。 从FIN 的标准差、最大值和最小值来看，不同民营上市公司金融化程度参差不齐，并且部分民营上市公司的金融化程度已经超过了50%，严重超过了企业的风险管理范畴。 2008—2017 年间民营上市公司LEV 的平均值为0.4634，说明整体水平较高，从其标准差及最大值与最小值的差距来看，各企业的财务杠杆差异也较大。

表2 主要变量的描述性统计

（二）多重共线性检验

为了避免变量高度相关而出现多重共线性问题，对回归模型中的各个主要变量之间进行了Pearson 检验，具体情况如表3 所示。

表3 主要变量的相关系数矩阵

从表3 中可以看出，民营上市公司金融化程度、 财务杠杆与企业经济增加值回报率呈现负相关，而企业规模、经营现金流量、企业成长性、总资产周转率、股权集中度均与企业经济增加值回报率具有正向相关性。 从变量之间的相关系数来看，尽管各个变量之间都表现出一定的相关性，但最高的相关系数也仅为0.327，远低于共线性的门槛值0.7，在实证分析时不会出现多重共线性问题。

（三）门限回归分析

1.门限效应检验

采用面板门限回归模型进行研究，首先要检验是否存在门限效应和门限的个数。门限效应检验结果如表4 所示。

表4 门限效应检验结果

门限效应检验结果显示，以财务杠杆为门限变量，单一门限模型和双重门限模型均在1%的显著性水平下显著，三重门限模型在5%的显著性水平下显著。

2.门限估计值和置信区间

从表5 中可以看到，财务杠杆的第二个门限值0.562 与第三个门限值0.661 较为接近，并且处于第三个门限值的95%置信区间内。 因此，为避免分组数过多，在下文的研究中将采用双重门限模型进行回归分析，具体的门限值为0.308 和0.661。 同时，为了更加清晰地理解门限值估计和置信区间的构造过程，绘制了似然比函数图，具体如图1 和图2 所示。

表5 门限估计值和置信区间

3.面板门限回归模型的参数估计结果

基于上述检验结果，构建双重门限模型考察不同资本结构区间内民营企业金融化对企业价值的影响，具体的参数估计结果如表6 所示。

图1 第一个门限的估计值和置信区间

图2 第二个门限的估计值和置信区间

表6 面板门限回归模型的参数估计结果

结果显示：在低杠杆（LEV≤0.308）区间内，民营企业金融化对企业价值具有显著的正向影响；在中等杠杆（0.308＜LEV≤0.661）区间内，民营企业金融化对企业价值没有显著影响；而在高杠杆（LEV＞0.661）区间内，民营企业金融化对企业价值具有显著的负向影响。综合这三个不同杠杆区间内的回归结果可以看出，资本结构的门限效应显著存在于民营企业金融化与企业价值的关系中，并且随着财务杠杆的提高，民营企业金融化对企业价值的提升效应会逐步减弱，甚至转变为损害效应。 从控制变量看，公司规模与企业价值负相关，而企业经营现金流、成长性、总资产周转率和股权集中度均与企业价值呈显著正相关关系，与已有研究结论基本一致。

六、研究结论与启示

随着全球经济金融化程度不断增强，我国民营企业金融化现象日益凸显。基于我国民营上市公司2008—2017 年的数据，构建面板门限回归模型实证考察不同资本结构下民营企业金融化对企业价值的影响。研究结果表明：（1）民营企业金融化会对企业价值产生“双向效应”。 （2）资本结构的门限效应显著存在于民营企业金融化与企业价值的关系中，即当在财务杠杆较低时，民营企业金融化对企业价值产生正向影响；在财务杠杆较高时，民营企业金融化对企业价值产生负向影响。 （3）企业金融化的负向影响尚未在我国民营上市公司中大范围地显现。 据统计，2017 年我国民营上市公司的平均财务杠杆为0.361，处于中等杠杆 （0.308＜LEV≤0.661）区间内，目前我国民营企业金融化并不会对其企业价值产生显著影响。 同时，2017 年仅5.98%的民营上市公司处于高杠杆区间内，这也进一步说明企业金融化的负向影响尚未在民营上市公司中大范围地显现。

依据前述研究提出如下建议：（1） 从微观层面来看，民营企业应明确自身发展定位，树立正确的经营投资理念。 对于民营企业而言，金融投资确实能在提高资本利用效率、拓宽融资渠道等方面为企业带来诸多益处，但同时也会衍生出管理层目标短视、资源挤占等弊端。因此，为有效发挥金融投资的价值提升效应，民营企业应明确自身发展定位，在综合考虑自身的资本、风险等现实状况的基础上制定科学合理的投融资决策。 例如，对于低杠杆区间内的民营企业，金融投资会对其企业价值产生显著的正向影响，因此企业可利用闲置资金适当地加大金融投资以促进企业价值的进一步提升；对于中等杠杆区间内的民营企业，金融投资虽不会对其企业价值产生显著的负面影响，但出于金融资产高风险的考虑，企业不应再盲目地进行金融投资；对于高杠杆区间内的民营企业，其所面临的财务风险较高，继续进行金融投资会同时加大企业破产风险并损害企业价值，因此企业应把更多的注意力集中于财务风险的把控上，避免盲目金融化。此外，为避免因金融投资的超额回报而诱发企业管理层的目标短视行为，民营企业应进一步完善公司治理结构，制定合理的薪酬激励制度以引导管理层着眼于公司的长期战略目标，树立正确的经营投资理念。（2）从宏观层面来看，政府应在完善金融投机相关法律法规的基础上，进一步助力实体企业的发展。 随着我国非金融企业金融化趋势加剧，政府应加快完善金融投机相关法律法规，在加强金融风险防范的同时积极引导微观企业正确看待金融投资行为，认真贯彻执行“金融要把服务实体经济作为出发和落脚点，不断深化金融改革，增强金融为实体经济服务的能力”的发展理念。此外，实体企业的主营业务利润率下滑是其追逐金融投资的重要原因，为避免过度金融化而导致实体经济空心化，政府应对具有发展潜力的实体产业给予支持，帮助其摆脱经济转型期的发展困境，鼓励其依托技术进步、产业升级等手段来提升生产效率，改善经营状况。